Pemodelan Persamaan Struktural (SEM) pada Data yang Tidak Normal Wahyu Widhiarso Fakultas Psikologi UGM
[email protected] | Tahun 2012
Pengujian hipotesis dalam pemodelan persamaan struktural (SEM) dapat dibagi menjadi dua kelas besar: (a) uji ketepatan model (model fit) secara keseluruhan model dan (b) uji signifikansi nilai estimasi parameter individual. Kedua jenis uji ini mengasumsikan bahwa: (a) model persamaan struktural yang pakai sebagai landasan adalah benar; dan (b) bahwa data yang digunakan untuk menguji model mengikuti distribusi normal multivariat bersama (joint multivariate normal distribution/JMVN) pada populasi dimana sampel diambil. Jika data sampel kita tidak memenuhi asumsi JMVN, maka nilai statistik kaikuadrat yang dipakai dalam menunjukkan ketepatan model fit (model fit) secara keseluruhan akan meningkat dan kesalahan standar (SE) yang dipakai untuk menguji signifikansi parameter akan menurun. Kita tahu bahwa untuk menguji ketepatan model, kita membutuhkan nilai kai kuadrat yang tidak signifikan, karena menunjukkan perbedaan yang tidak signifikan antara model dengan data. Jika nilai kaikuadrat yang dihasilkan terlalu besar maka kita cenderung mendapatkan hasil uji yang signifikan. Di sisi lain, ketika menguji nilai parameter (misalnya koefisien jalur), kita menghipotesiskan bahwa parameter tersebut signifikan karena menunjukkan peranan atau pengaruh yang signifikan. Jika nilai eror standar yang dihasilkan terlalu besar, maka hasil uji signifikansi parameter cenderung akan tidak signifikan. Jika data kita tidak terdistribusi normal, maka kita lebih cenderung untuk: (a) menolak model yang belum tentu salah, padahal model tersebut harusnya tidak ditolak. (b) Memutuskan bahwa estimasi parameter di dalam model secara statistik signifikan padahal sebenarnya ini tidak signifikan (kasus eror tipe 1) . Dalam pendekatan SEM masalah asumsi distribusi normal ini tidak hanya menjadi isu pada model analisis faktor konfirmatori saja. Pemodelan lain seperti model pertumbuhan laten, analisis jalur, atau model jenis lainnya yang cocok menggunakan program pemodelan persamaan struktural seperti LISREL, MPLUS, EQS, AMOS, dan PROC Calis dalam SAS juga membutuhkan asumsi normal. A. Prosedur Menangani Data Tidak Normal Bagaimana kita mengoreksi distribusi data nonnormal dalam SEM? Ada empat pendekatan umum yang digunakan untuk menangani nonnormal data: 1. Menggunakan estimator yang tahan terhadap data non normal misalnya, general least square/GLS. 2. Menyesuaikan (adjust) atau meskalakan penghitungan statistik kaikuadrat dan eror standar di dalam model. 3. Menggunakan teknik bootstrapping untuk menghitung nilai kritis kai kuadratd, nilai parameter, dan kesalahan standar.
Page 1 of 12
4. Memadukan indikator dalam sebuah paketan butir B. Estimator yang Tahan terhadap Ketidaknormalan Data Generalized Least-Squares. Kebanyakan SEM paket perangkat lunak menawarkan metode estimasi generalized least-squares (GLS) selain metode utama, yaitu estimasi maximum likelihood (ML) untuk menghitung nilai kai kuadrat, mengestimasi parameter, dan eror standar. Dalam konteks JMVN, ketika model yang difittedkan tidak salah maka hasil dari GLS dan ML memiliki nilai yang identik (Bollen, 1989). Penelitian terbaru menunjukkan bahwa GLS memiliki kelemahan relatif dibanding ML dalam hal berikut (Olsson , Troye , & Howell, 1999) 1. GLS lebih sering menerima model yang salah (false) daripada ML 2. Parameter GLS seringkali tidak akurat dibanding ML Sebagai konsekuensi dari ketidakakuratan ini maka indeks modifikasi (MI) yang dihasilkan kurang dapat diandalkan ketika estimator GLS diterapkan. Dengan demikian penggunaan estimator GLS kurang disarankan. Asymptotic Distribution Free. Selain GLS, ada juga estimator lain yang dapat mengakomodasi distribusi yang tidak normal yaitu asymptotic distribution free (ADF) (Browne, 1984). Sayangnya penggunaan ADF membutuhkan ukuran sampel yang sangat besar (lebih dari 1000 kasus). Kekurangan teknik estimasi ini adalah (a) properti asimtotik dari ADF sulit untuk direalisasikan dalam banyak jenis model; (b) memerlukan ukuran sampel yang besar; (c) membutuhkan proses komputasi berat jika model memiliki banyak variabel (Muthén, 1993). Kesimpulan kita adalah ADF mungkin secara teoritis optimal namun kurang praktis. Weighted-Least Squares. Jika indikator di dalam model kita bersifat kategorikal, maka kita perlu mempertimbangkan untuk menggunakan metode estimasi weighted-least squares (WLS). Metode ini merupakan modifikasi dari teknik estimasi ADS. Kelebihan metode ini adalah tidak membutuhkan asumsi distribusi normal. Sayangnya teknik estimasi ini hanya dapat dilakukan melalui program MPLUS. Seperti apakah indikator atau data yang bersifat kategoris itu? Skor butir dari skala Likert, misalnya bergerak antara 0 hingga 4 dapat dimaknai sebagai data kontinum atau kategorikal. Skor tersebut kita interpretasikan sebagai data kontinum jika kita asumsikan skor tersebut merupakan skor interval, dan sebaliknya kita interpretasikan sebagai data kategorikal jika merupakan skor ordinal. Sampai saat ini masih terdapat perdebatan apakah skor skala Likert merupakan skor interval atau ordinal.
C. Penggunaan Penskalaan Kuat (robust) dan Penyesuaian Uji Kai kuadrat Dalam statistik dikenal istilah robust yang artinya kuat atau tahan. Parameter yang robust terhadap ketidaknormalan artinya parameter tersebut tahan terhadap data yang tidak normal sehingga hasil estimasinya tetap memiliki ketepatan yang tinggi dalam menjelaskan data. Teknik kita maksud di sini adalah varian dari pendekatan estimasi ML yang dapat dipakai untuk memperbaiki uji ketepatan model dengan menggunakan statistik kaikuadrat dan estimasi parameter. Pendekatan ini diperkenalkan oleh
Page 2 of 12
Satorra dan Bentler (1988). Statistik ini juga dikenal sebagai statistik skala T yang dipakai untuk menguji ketepatan model secara keseluruhan. Curran, Barat, dan Finch (1996) menemukan bahwa statistik kaikuadrat skala mengungguli penggunaan estimator ML standar ketika diterapkan pada data nonnormal. Selain EQS, teknik ini digunakan oleh program LISREL dan MPLUS. Teknik ini belum tersedia pada program AMOS. MPLUS juga menawarkan statistik uji serupa yang disebut statistik mean and variance adjusted kai-kuadrat yang diestimasi melalui menu MLMV. Prosedur penyesuaian (adjusted) terhadap skala kaikuadrat disajikan di Bentler dan Dudgeon (1996). Sebuah studi simulasi menemukan bahwa statistik kai kuadrat yang menggunakan penyesuaian mengungguli penggunaan teknik estimasi ML yang juga menghasilkan nilai kaikuadrat, terutama dalam sampel dengan ukuran kecil (Fouladi, 1998).Pendekatan statistik kuat bekerja dengan cara menyesuaikan nilai kaikuadrat dari pemodelan yang dilakukan berdasarkan data sampel yang tidak normal. Biasanya bentuk penyesuaian tersebut adalah menurunkan nilai kaikuadrat. Semakin besar nilai ketidaknormalan multivariat di dalam data maka semakin besar penyesuaian yang dilakukan. Di sisi lain, nilai eror standar disesuaikan dengan cara ditingkatkan. Tujuannya adalah untuk mengurangi eror tipe 1 pada proses estimasi parameter individu. Meskipun demikian, nilai hasil estimasi parameter melalui penyesuaian sama dengan hasil dari estimasi ML standar. Bentuk Penyesuaian terhadap Ketidaknormalan Data Jika pendekatan penskalaan kuat (robust) berusaha menyesuaikan nilai kai kuadrat model berdasarkan nilai normalitas multivariat data, maka ada teknik lain yang juga memilih untuk menyesuaikan nilai kritis uji. Salah satunya adalah teknik bootstrappping. Nilai kritis adalah nilai yang dijadikan acuan untuk menentukan hasil uji statistik kita signifikan atau tidak. Jika hasil estimasi melebihi nilai kritis, maka nilai parameter yang diestimasi tersebut signifikan. Dengan dua asumsi, yaitu data mengikuti JMVN dan model yang dijadikan acuan tidak salah (false), maka nilai harapan dari uji kaikuadrat dari model fit adalah sama dengan derajat kebebasan (df) model. Misalnya, jika kita hendak menguji model dengan df sebanyak 20, maka kita membandingkannya dengan nilai kaikuadrat hitung dan nilai kaikuadrat tabel dengan df sebesar 20 juga. Dalam kondisi data tidak normal, nilai kaikuadrat dapat melambung dan melebihi df, misalnya aslinya 20 akan tetapi menjadi 30. Akibatnya kita peluang untuk mendapatkan model yang fit (hasil uji yang tidak signifikan) menjadi menurun. Prosedur penskalaan kuat (robust) dan penyesuaian kuat kaikuadrat yang telah dijelaskan di atas bertujuan mengoreksi ketidaknormalan data dengan cara menurunkan nilai kaikuadrat. Dalam banyak kasus nilai kaikuadrat yang dihasilkan oleh kedua prosedur tersebut seringkali masih di atas nilai df model, misalnya df=25, padahal idealnya harus sebesar 20 sesuai dengan model awalnya. D. Teknik Bootstrapping Bootstrapping bekerja dengan cara menghitung nilai kritis uji kaikuadrat dengan cara yang baru. Melanjutkan contoh di atas, alihalih menghitung nilai kai kuadrat JMVN yang diharapkan (yaitu 20), metode bootstrapping mungkin menghasilkan nilai df sebesar 27. Nilai kaikuadrat yang dihasilkan pemodelan secara normal (yaitu 30) kemudian dibandingkan dengan nilai kritis yang dihasilkan dari proses bootstrapping (yaitu 27) dan bukan nilai DF model asli Page 3 of 12
(yaitu 20). Nilai signifikansi (p) dihasilkan dari perbandingan dari nilai kai kuadrat pencocokan model serta nilai kritis kaikuadrat yang dihasilkan dari proses bootstrapping. Penjelasan ini sedikit rumit, akan tetapi anda akan menjadi memahaminya setelah membaca bagian praktek pada program AMOS. Proses bootstrapping dalam menghasilkan nilai kritis Bagaimanakah proses bootstrapping menghasilkan nilai kritis kaikuadrat? Pertama, data yang dimasukkan diasumsikan merupakan data populasi. Proses bootstrapping kemudian menarik sampel dari data tersebut secara berulang ulang. Untuk setiap sampel yang diambil, data ditransformasi untuk mendukung asumsi bahwa pencocokan dengan model yang dilakukan adalah benar. Langkah ini diperlukan karena nilai kaikuadrat kritis dihitung dari distribusi kaikuadrat sentral; distribusi kaikuadrat sentral mengasumsikan bahwa hipotesis nol tidaklah salah (false). Asumsi yang sama dibuat ketika kita menggunakan ML standar kaikuadrat untuk menguji model fit: nilai kaikuadrat yang didapatkan sama dengan df model ketika hipotesis nol tidak ditolak. Selanjutnya, model dicocokkan dengan data dan nilai kaikuadrat yang dihitung kemudian disimpan. Proses ini dilakukan secara berulang untuk setiap sampel bootstrapping. Di akhir pengambilan sampel bootstrapping, program mengumpulkan nilai kaikuadrat dari setiap sampel dan menghitung nilai rata ratanya. Nilai ratarata kaikuadrat ini menjadi nilai kritis untuk uji kaikuadrat dari analisis yang asli. Untuk lebih jelasnya kita bisa langsung membaca tulisan Bollen dan Stine (1993) yang diimplementasikan dalam program AMOS. AMOS memungkinkan analisis data untuk menentukan jumlah sampel bootstrapping diambil (biasanya 2502000 sampel). Proses ini menghasilkan distribusi kaikuadrat dari sampel bootstrapping seperti halnya nilai rerata kaikuadrat dan nilai p Bollen dan Stine yang didasarkan pada perbandingan antara kaikuadrat model asli dan nilai rerata kai kuadrat dari sampel bootstrapping. Metode bootstrapping juga mampu menghasilkan nilai eror standar. Nilai eror standar ini penting karena menentukan apakah sebuah parameter yang kita uji signifikan ataukah tidak. Kelemahan metode bootstrapping adalah metode ini memerlukan data yang lengkap, alias tidak ada kasus hilang didalamnya.
E. Praktek Bootstrapping di AMOS Ada tiga langkah yang dapat diambil ketika data kita tidak terdistribusi normal: 1. Pastikan bahwa variabel di dalam model tidak berdistribusi normal multivariat bersama (joint multivariate normal) 2. Lakukan uji ketepatan model secara keseluruhan dengan menggunakan nilai p BollenStine yang telah dikoreksi 3. Gunakan metode bootstrapping untuk menghasilkan nilai parameter, eror standar parameter, dan signifikansi parameter tersebut. Setiap tahap dijelaskan lebih rinci pada bagian berikut. Langkah pertama dalam menangani nonnormal data sampel adalah memastikan bahwa itu adalah nonnormal. Kali ini kita menggunakan file SPSS yang telah tersedia di dalam folder instalasi SPSS, yang bernama cars.sav. Jika kita membuang kasus yang tidak lengkap maka data kita berisi 392 kasus. Misalkan kita berencana untuk melakukan pemodelan mengenai mobil.
Page 4 of 12
Gambar 1. Model yang diuji AMOS dapat memberikan informasi mengenai nilai skewness dan kurtosis univariat dari setiap variabel di dalam model, serta joint multivariate kurtosis. Untuk meminta agar statistik ini dimasukkan dalam output AMOS , pilih: Klik tab Output dan kemudian memeriksa Pengujian normalitas dan outlier kotak cek. Juga memeriksa perkiraan Standar dan Squared beberapa korelasi tab.
Gambar 2. Hasil Uji Normalitas Nilainilai kritis (c.r) yang melebihi rentang 2.00 hingga 2,00 menunjukkan nilai distribusi yang tidak normal. AMOS juga melaporkan nilai kurtosis multivariat dan nilai rasionya. Secara praktis nilai kurtosis multivariat diharapkan sekecil mungkin (misalnya, kurang dari 1,00) sedangkan nilai kurtosis multivariat antara 1 hingga 10 menunjukkan ketidaknormalan yang moderat. Nilai yang melebihi 10 menunjukkan ketidaknormalan yang parah. Dapat disimpulkan bahwa semua variabel dalam penelitian ini terdistribusi tidak normal. Bootstrapping BollenStine dan Uji terkait Ketepatan Model Di dalam program AMOS, untuk melakukan uji BollenStine, klik: VIEW – ANALYSIS PROPERTIES. Lalu pilih tab Bootstrap dan centang PERFORM BOOTSTRAP. Tentukan jumlah sampel bootstrapping untuk menghitung nilai p BollenStine. Contoh yang ditampilkan di gambar adalah 2000 sampel.
Page 5 of 12
Gambar 3. Perintah Bootstrap di AMOS Output dari bootstrapping Bollen Stine ini dibagi menjadi tiga bagian. Bagian pertama berisi informasi diagnostik. Jika (a) solusi tidak ditemukan pada sampel bootstrapping tertentu atau (b) AMOS tidak dapat mencocokkan model tersebut dengan sampel bootstrapping diberikan karena munculnya matriks kovarians yang singular, maka AMOS akan menarik sampel pengganti untuk memastikan bahwa hasil akhir yang didapatkan didasarkan pada jumlah aktual sampel yang digunakan seperti yang kita minta (N=2000).
Gambar 4. Perbandingan Metode Proses Bootstrap
Page 6 of 12
Di bagian bawah tampilan output, kita dapat melihat bahwa tidak ada sampel yang dibuang karena alasan matriks kovarians yang singular. Namun misalnya, AMOS membuang beberapa sampel bootstrapping maka kita harus memeriksa spesifikasi model yang kita kembangkan dan mengulangi analisis dari awal. Proses Minimisasi pada AMOS AMOS memiliki fleksibilitas karena dapat menggunakan salah satu dari dua metode yang berbeda untuk melakukan minimisasi (minimization) selama proses bootstrapping. Metode 0 dapat mengatasi masalah dengan cepat ketika model yang kita kembangkan sederhana dan menjadi lambat ketika model yang kita kembangkan cukup kompleks. Namun Metode 0 ini belum tersedia di AMOS, jadi Metode 0 selalu akan berisi nilai nol untuk semua baris. Metode 1 menggunakan algoritma yang cepat dan dapat diandalkan. AMOS pertama kali melakukan minimisasi dengan menggunakan ini. Jika proses minimisasi pada Metode 1 terlalu sulit untuk menghasilkan sampel bootstrapping maka AMOS akan beralih ke Metode 2. Meski lebih reliabel Model 2 lebih memakan waktu daripada Metode 1. Setiap kolom metode ini berisi daftar jumlah sampel yang berhasil dibangkitkan oleh AMOS dari beberapa proses iterasi. Sebagai contoh, pada iterasi ke 6 dari 2000 sampel bootstrapping yang dibangkitkan, pada Metode 1 iterasi ke 6, AMOS berhasil mendapatkan 1 sampel. Sebaliknya, ketika metode diganti menjadi Metode 2 didapatkan 99 sampel. berkumpul hanya dalam empat iterasi ketika AMOS beralih ke Metode 2. Metode 1 menghasilkan 1665 sampel sedangkan Metode 2 menghasilkan 335 sampel, total sampel ada 2000 seperti yang kita minta sebelumnya. Bagian kedua dari output menampilkan nilai p untuk uji hipotesis model fit secara keseluruhan.
Gambar 5. Hasil Uji KaiKuadrat dalam Proses Bootstrap Sebelumnya kita minta AMOS untuk membangkitkan sampel bootstrapping sebesar 2000. Dari hasil proses pembangkitan kita dapatkan bahwa ada 240 sampel yang tidak mendukung model yang kembangkan. Dari hasil ini kita dapatkan nilai p BollenStine adalah 240/2000=0,120, yang memperoleh nilai p ketepatan model secara keseluruhan. Dengan menggunakan kriteria signifikansi konvensional (p=0,05) kita dapatkan bahwa nilai p yang dihasilkan oleh model kita adalah lebih dari 0,05 (p>0,05). Dengan demikian kita simpulkan bahwa model yang kita kembangkan didukung atau sesuai data. Bandingkan hasil ini dengan hasil ketika kita menggunakan metode ML (lihat gambar di bawah ini). Hasil analisis menunjukkan bahwa model kita memiliki ketepatan yang lemah karena nilai p yang dihasilkan lebih kecil dari 0,05.
Page 7 of 12
Gambar 5. Hasil Uji KaiKuadrat Tanpa Bootstrap Bagian terakhir dari output bootstrapping BollenStine adalah penjelasan mengenai distribusi nilai kaikuadrat yang diperoleh pada 2000 sampel bootstrapping.
Gambar 6. Sebaran KaiKuadrat dalam Proses Bootstrap Fitur utama dari output ini adalah nilai kaikuadrat ratarata dan bentuk distribusi nilai kaikuadrat. Dari 2000 sampel yang dibangkitkan, nilai rerata kai kuadrat yang dihasilkan adalah 4,77. Nilai ini lebih tinggi dari nilai df dalam kondisi normal multivariat (JMVN) yang bernilai 3 (lihat gambar 5). Rerata nilai kaikuadrat dari sampel bootstrapping berfungsi sebagai nilai kritis kaikuadrat terhadap nilai kaikuadrat dalam kondisi normal, yaitu 10,061. Ketika kai kuadrat model dibandingkan dengan dengan nilai kritis 4,77, maka nilai p yang dihasilkan adalah p=0,120, alias tidak signifikan. Sebaliknya ketika memperoleh membandingkan nilai kaikuadrat 10,061 dengan nilai kritis df=3,00 maka nilai p yang dihasilkan adalah p=0,018 alias signifikan, alias model kita tidak fit.
Gambar 7. Tabel KaiKuadrat
Page 8 of 12
Sekilas tentang KaiKuadrat Tabel Mengapa jika df kita 3 menghasilkan p yang signifikan sedangkan jika df kita 4,94 menghasilkan p yang tidak signifikan? Lihat gambar 7 pada kolom tingkat kepercayaan 0,95. Nilai kritis kaikuadrat (kaikuadrat tabel) dengan df=3 adalah 9,348. Jika kaikuadrat hitung yang kita dapatkan di atas 9,348 maka hasil uji yang kita dapatkan adalah signifikan. Ingat prinsip ini: “Nilai statistik yang bisa mengalahkan tabel maka hasil ujinya signifikan”. Apapun itu, baik uji komparasi atau korelasi, jika hasil penghitungan statistik bisa mengalahkan tabel maka hasil uji signifikan. Kembali kepada tabel kaikuadrat. Proses bootstrapping yang kita lakukan menghasilkan nilai kritis sebesar 4,943, kita bulatkan saja menjadi 5. Nilai kai kuadrat tabel dengan df=5 adalah 11,070. Jika dibandingkan dengan nilai kai kuadrat model kita yang besarnya adalah 10,061, dapat disimpulkan bahwa nilai kaihitung yang kita dapatkan tidak bisa mengalahkan tabel. Kesimpulannya tidak ada perbedaan yang signifikan antara model dengan data kita. Dengan kata lain model kita fit. Bootstrap pada Parameter Setelah kita mendapatkan model memiliki indeks ketepatan model yang memuaskan secara keseluruhan, pertanyaan perlu dijawab adalah: Apakah koefisien jalur yang dihasilkan secara statistik signifikan? AMOS menyediakan berbagai pilihan bootstrapping untuk menjawab pertanyaan ini. Sayangnya, kita tidak dapat memperoleh hasil estimasi parameter bootstrapping dan eror standar terkait dengan nilai p BollenStine. Oleh karena itu kita harus mengulangi dari awal, masuk lagi ke tab BOOTSTRAP pada menu ANALYSIS PROPERTIES.
Gambar 8. Perintah untuk Menjalankan Bootstrap pada Parameter Kali ini berikan tanda centang hanya pada PERFORM BOOTSTRAP, PERCENTILE CONFIDENCE INTERVAL (PC) dan BIAS CORRECTED CONFIDENCE INTERVAL (BC). Jumlah sampel bootstrapping yang kita inginkan adalah 250 yang sesuai dengan rekomendasi dari Nevitt dan Hancock
Page 9 of 12
(1998). Mereka menemukan bahwa ukuran sampel proses bootstrapping yang besar tidak membawa banyak perbaikan. Namun demikian jika kita berencana untuk menafsirkan nilai probabilitas (p) maka kita perlu ukuran sampel yang lebih besar (misalnya 2000) untuk memastikan perkiraan probabilitas stabil. Hasil Estimasi dengan Prosedur Biasa Hasil analisis yang perlu diperhatikan ada pada Gambar 9. Setiap parameter yang diestimasi di dalam model akan diestimasi pula oleh proses bootstrapping, misalnya koefisien regresi (path), varians, kovarians, rerata dan intesep. Kita akan membandingkan keluaran analisis dari proses normal (maximum likelihood) dan hasil bootstrapping.
Gambar 9. Hasil Estimasi Parameter tanpa Bootstrapping Semua nilai kovarians yang dihasilkan adalah signifikan. Tanda *** menunjukkan signifikan pada taraf di bawah 1%. Nilai C.R yang merupakan singkatan dari critical ratio atau nilai kritis, didapatkan dari nilai estimasi dibagi dengan nilai eror standarnya (S.E). Nilai kritis yang di luar rentang 1,96 s/d 1,96 menghasilkan nilai p yang signifikan. Hasil Estimasi dengan Prosedur Bootstrap Pada bagian bootstrapping dijelaskan output yang berisi ratarata estimasi parameter dari berbagai sampel bootstrapping. Perbedaan antara hasil estimasi normal (berbasis maximum likelihood) dan hasil estimasi berbasis bootstrapping ditampilkan dalam kolom BIAS (Gambar 10). Nilai bias yang besar, seperti yang terjadi di sini, menunjukkan perbedaan besar antara hasil analisis bootstrapping dengan hasil analisis yang mengasumsikan data terdistribusi normal.
Gambar 10. Hasil Estimasi Parameter dengan Bootstrapping Kita dapat menggunakan kolom Mean dan SE untuk menghitung nilai rasio kritis berdasarkan hasil bootstrapping. Sebagai contoh, perhatikan hasil uji hipotesis nol bahwa kovarians antara WEIGHT dan YEAR di dalam gambar adalah nol. Perkiraan nilai parameter ratarata dari 250 sampel bootstrapping adalah 542.551 dengan eror standar estimasi (SE) sebesar 403.171. Dari kedua nilai ini kita dapat menghitung nilai kritis estimasi parameter dengan cara membagi nilai estimasi parameter bootstrapping dengan eror standardnya (542.551/403.171). Nilai kritis
Page 10 of 12
yang dihasilkan adalah 1.345. Nilai ini berada dalam rentang 1,96 s/d 1,96, sehingga kita simpulkan secara statistik tidak signifikan. AMOS tidak menampilkan nilai signifikansi (p) untuk uji seperti ini. Oleh karena itu kita menghitungnya secara manual. Cara lainnya adalah kita melihat pada bagian uji hipotesis persentilterkoreksi (bias-corrected percentile-corrected) yang bisa dilihat pada Gambar 11. Pada bagian ini nilai P dikeluarkan oleh program AMOS. Terlihat bahwa nilai signifikansi kovarian antara WEIGHT dan YEAR adalah p=0,311 alias tidak signifikan dan konsisten dengan hasil pada BOOTSTRAP STANDAR ERROR (Gambar 10).
Gambar 11. Hasil Estimasi Parameter tanpa Bootstrapping Dua metode yang dipakai di sini yaitu percentile confidence interval dan bias corrected confidence interval menghasilkan kesimpulan yang sama. Tidak ada metode yang terbaik dan digunakan dalam semua situasi analisis data. Namun yang direkomendasikan adalah kita diharapkan melaporkan nilai hasil dari proses bootstrapping dalam bentuk interval kepercayaan (lower and upper) karena akan memberikan informasi yang lebih akurat. Hal ini dimungkinkan untuk memiliki interval kepercayaan atas dan bawah bias dikoreksi yang tidak termasuk nol , namun memiliki nilai p yang tidak signifikan secara statistik. Hal ini dikarenakan nilai p dihitung lepas dari interval kepercayaan. Pada awal analisis di program AMOS kita bisa memilih persentase interval kepercayaan, dari 90% sampai 95%. Perubahan persentase interval kepercayaan, misalnya dari 90% menjadi 95 akan mengubah nilai interval konfidensi akan tetapi tidak mengubah nilai p yang dihasilkan oleh PC dan BC.
Referensi Bentler, P. M., & Dudgeon, P. (1996). Covariance structure analysis: Statistical practice, theory, and directions. Annual Review of Psychology, 47, 563592. Bollen, K. A. (1989). Structural equations with latent variables. New York, NY: John Wiley and Sons. Bollen, K. A., & Stine, R. A. (1993). Bootstrapping goodnessoffit measures in structural equation models. In K. A. Bollen and J. S. Long (Eds.) Testing structural equation models. Newbury Park, CA: Sage Publications. Browne, M. W. (1984). Asymptotically distributionfree methods for the analysis of covariance structures. British Journal of Mathematical and Statistical Psychology, 37, 6283. Curran, P. J., West, S. G., & Finch, J. F. (1996). The robustness of test statistics to nonnormality and specification error in confirmatory factor analysis. Psychological Methods, 1, 1629.
Page 11 of 12
Fouladi, R. T. (1998). Covariance structure analysis techniques under conditions of multivariate normality and nonnormality Modified and bootstrap test statistics. Paper presented at the American Educational Research Association Annual Meeting, April 1117, 1998, San Diego, CA. Muthén, B. O. (1993). Goodness of fit with categorical and other nonnormal variables. In K. A. Bollen and J. S. Long (Eds.) Testing structural equation models. Newbury Park, CA: Sage Publications. Nevitt, J., & Hancock, G. R. (1998). Relative performance of rescaling and resampling approaches to model chisquare and parameter standard error estimation in structural equation modeling. Paper presented at the American Educational Research Association Annual Meeting, April 1117, 1998, San Diego, CA. Olsson, U. H., Troye, S. V., & Howell, R. D. (1999). Theoretic fit and empirical fit: The performance of maximum likelihood versus generalized least squares estimation in structural equation models. Multivariate Behavioral Research, 34(1), 3159. Satorra, A., & Bentler, P. M. (1988). Scaling corrections for chisquare statistics in covariance structure analysis. 1988 Proceedings of the Business and Economics Statistics Section of the American Statistical Association, 308 313.
Page 12 of 12
